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异方差性HeteroskedasticityPPT课件.pptx
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•
回
归
分
析
,
是
在
对
线
性
回
归
模
型
提
出
若
干
基
本
假
设
的
条
件
下
,
应
用
普
通
最
小
二
乘
法
得
到
了
无
偏
的
、
有
效
的
参
数
估
计
量
。
•
但
是
,
在
实
际
的
计
量
经
济
学
问
题
中
,
完
全
满
足
这
些
基
本
假
设
的
情
况
并
不
多
见
。
•
如
果
违
背
了
某
一
项
基
本
假
设
,
那
么
应
用
普
通
最
小
二
乘
法
估
计
模
型
就
不
能
得
到
无
偏
的
、
有
效
的
参
数
估
计
量
,
O
L
S
法
失
效
,
这
就
需
要
发
展
新
的
方
法
估
计
模
型
。
•
如
果
随
机
误
差
项
序
列
不
具
有
同
方
差
性
,
即
出
现
异
方
差
性
。
说 明
第
1
页
/
共
33
页
第
2
页
/
共
33
页
9.3
The probability density function for Y
i
at two
levels
of famil
y income, X
i
, are identical.
Homosc
edas
ticity
Case
.
.
x
1
i
x
1
1
=80
x
1
3
=100
Y
i
f(Y
i
)
e
x
p
e
n
d
i
t
u
r
e
inc
ome
Var(u
i
) = E(u
i
2
)=
2
.
x
1
2
=90
第
3
页
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33
页
9.5
The variance
of Y
i
increases a
s
famil
y
income,
X
i
, increases.
Heteros
cedasticity
Case
.
x
1
x
1
1
x
1
2
Y
i
f(Y
i
)
e
x
p
e
n
d
i
t
u
r
e
x
1
3
.
.
income
Var(u
i
) = E(u
i
2
)=
i
2
一
、
异
方
差
的
概
念
第
4
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页
1
、
异
方
差
的
概
念
对于模
型
i
k
i
k
i
ii
i
X
X
X
Y
2
2
1
0
i
=
1
,
2
,
…
,
n
同方
差性
假设为
2
)
(
i
V
a
r
i=1
,
2
,
…
,
n
如果
出现
Var
i
i
(
)
2
i=
1
,2
,
…
,n
即
对
于
不
同
的
样
本
点
,
随
机
误
差
项
的
方
差
不
再
是
常数,则认为
出现了
异方差性
。
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